我國經濟增長與碳排放之間的變協整與閾值效應

全世文 袁靜婷

內容提要：基于變協整檢驗和雙閾值誤差修正模型，分析我國1953～2015年經濟增長和碳排放的長期非線性協整關系和短期非對稱調整效果。結果顯示，我國經濟增長和碳排放的協整關系在1980年前后發生了顯著的結構變化，且結構變化的類型符合環境庫茲涅茨曲線的倒“U”型特征。從新中國成立初期到改革開放初期，經濟增長與碳排放的均衡關系并不穩定。而改革開放至今兩者的短期動態調整存在顯著的非對稱特征：經濟發展水平較低的階段，經濟增長的回調速度更快;經濟發展水平較高的階段，碳排放的回調速度更快。

關鍵詞：經濟增長;碳排放;閾值效應

中圖分類號：F201

文獻標識碼：A 文章編號：1003-7543（2019）02-0037-09

自從環境庫茲涅茨曲線提出以來，經濟發展與環境質量之間的關系一直是學術界討論的一個重點話題。相關研究主要從兩個維度展開：一是從理論層面上解釋兩者內在的聯動機制;二是從實證層面上分析兩者的長期均衡關系和短期動態行為。近年來，部分學者基于不同數據和方法對我國經濟發展和環境質量之間的關系開展了大量的實證研究，但研究結果存在較大的差異。本文以1953～2015年碳排放和GDP的數據為基礎對我國經濟發展與環境質量的關系進行分析。本文首先采用變協整檢驗的方法來判斷經濟發展與環境質量之間非線性長期均衡關系的轉折點，進而在考慮結構變化的基礎上，采用雙閾值誤差修正模型討論經濟發展和環境質量之間是否存在非線性的短期回調機制。

一、相關文獻評述

環境庫茲涅茨曲線作為經驗性證據，描述了經濟發展和環境質量的長期非線性均衡關系。此后，發展經濟學和環境經濟學的一個重要的研究方向就是探索經濟發展與環境質量背后的理論聯系，從而揭示非線性均衡的形成機制。與此同時，更大量的研究則采用不同時期、不同國家和不同環境質量指標的數據，基于不同方法嘗試驗證經濟發展與環境質量的一般性規律。

（一）經濟發展與環境質量的理論聯系

目前，環境經濟學家形成的一個基本共識是：經濟發展與環境質量之間存在雙向的影響機制。從長期來看，經濟發展對環境質量的影響效果主要通過規模效應、結構效應和技術效應三種路徑實現[1-2]。隨著發展初期經濟規模的擴大，經濟發展對資源的粗放式消耗會造成環境污染加劇。但同時，經濟規模的擴大有助于市場機制的完善，而市場機制優化資源配置的功能可以在一定程度上約束資源的粗放式開發，從而對環境產生正面影響[3-4]。結構效應是指環境質量會受到經濟發展過程中產業結構調整的影響。一方面，隨著收入增加，人們對環境質量的需求水平上升且需求彈性下降，從而拉動環境友好型產業的發展并促進環境質量的改善[15-6]。另一方面，不斷擴大的國際貿易通過外商直接投資等方式造成技術擴散或污染轉嫁，從而對進口國和出口國的產業結構和環境質量造成影響[7]。技術效應是指隨著經濟不斷發展，節能減排技術和污染治理技術的不斷進步可以實現單位能耗的下降和環境質量的改善。

經濟發展通過這三種效應同時影響環境質量，且這三種效應并沒有清晰的界限。經濟發展初期主要表現為規模效應的負面影響效果，隨后規模效應的正面影響以及結構效應和技術效應會不斷抵消這種負面效果，從而使環境污染水平伴隨經濟發展表現為先上升而后下降的倒“U”型關系。

與此同時，環境質量從治污成本、環境質量需求和國家環境規制三個角度對經濟發展產生影響。通過在增長理論的相關模型中引入環境質量因素，現有研究證明了環境污染的治理成本對經濟發展均衡路徑造成的影響[8-9]。當經濟體用于保護環境同化能力的投資不能彌補經濟增長帶來的環境破壞時，環境質量會制約經濟發展[9]。另外，上述結構效應也反映了環境質量需求變化對經濟發展的反饋作用。環境質量需求上升和國家規制的加強會通過影響環境保護投入和生產技術變革等途徑對經濟發展產生長期的導向性影響[10-11]。這種環境對于經濟的反饋機制往往具有一定的滯后性，表現為長期影響。

事實上，經濟發展與環境質量的直接聯系體現在生產過程中。無論是經濟發展對環境質量的影響，還是環境污染對經濟發展的制約，各種影響路徑最終都表現為對生產結構、產量或者生產技術的影響。例如，規模效應的負向效果表現為粗放式地增加生產要素消耗量，其正向效應則是促進了生產要素的優化配置從而約束生產要素的消耗;結構效應的影響效果反映在生產結構的優化上;技術效應的影響效果表現為提高生產要素利用率，或者減少單位產出的能耗。

因此，與其說經濟發展與環境污染相互影響，不如說兩者是伴生于生產過程的內生性系統。在該系統內，只要影響生產過程的外生因素沒有發生顯著的變化，經濟發展與環境污染就可以保持穩定的均衡關系。相應地，任何影響生產過程的活動都會造成兩者均衡關系的變化。因此，從短時期來看，經濟發展與環境質量保持線性的均衡關系，而從長時期來看，隨著生產過程的變革，兩者則呈現非線性的均衡關系。

（二）經濟發展與環境質量的實證研究

相比之下，更多的研究致力于在數據基礎上檢驗和分析經濟增長和環境質量之間的關聯。從研究內容來看，相關的實證研究主要從長期均衡和短期調整兩個角度討論經濟增長和環境質量的動態行為。

以長期均衡來看，現有研究主要關注經濟發展和環境質量的長期非線性均衡關系。基于不同地區或不同環境質量指標的歷史數據，包括經典的倒“U”型、“N”型和倒“N”型等多種基于預設函數形式的非線性形態都得到了驗證[12-15]。但是，由于預設函數、時期跨度存在差異等，即使是對同一個國家，不同研究所得出的結論也存在明顯的差異。例如，陳華文與劉康兵[16]的研究表明上海市倒“U”型的轉折點出現在人均GDP為2990元;包群與彭水軍[17]的研究認為我國倒“U”型的轉折點高于30000元/人，而張成等[14]的研究結論則顯示我國倒“U”型轉折點在6639元/人。

由于預設函數形式的方法存在由反向因果和模型誤設等原因導致的內生性問題，因而后續的研究通常采用更為先進的計量方法驗證經濟發展和環境質量的長期均衡關系。例如，楊子暉利用非線性Granger因果檢驗證實了從長期來看發展中國家存在環境質量對經濟發展的反饋影響機制[18]。包群、彭水軍通過聯立方程模型試圖解決經濟發展和環境質量之間的內生性問題[17]。吳雪萍等采用半參數空間計量模型來檢驗經濟增長與空氣污染的非線性關系，其擬合效果較普通參數模型更優[19]。

此外，因為諸多不可觀測的外生因素會對經濟發展和環境質量造成瞬時沖擊，因此，分析兩者的短期動態行為也成為實證研究的目標之一。這類研究主要基于誤差修正模型討論當經濟發展和環境質量的短期變化脫離長期均衡時是否存在回調機制。這種回調機制既可能來自長期均衡關系自發的拉動作用，又可能來自短期的規制性政策。考慮到這種回調機制可能在不同區制內表現為非線性，因而，非線性誤差修正模型也得到了廣泛的應用[20-22]。然而，由于經濟發展和環境質量的長期均衡關系本身就可能表現為非線性，因而不能直接采用誤差修正模型在較長時期內分析兩者的短期動態行為。

本文基于1953～2015年的時間跨度分析我國經濟發展與環境質量的長期均衡和短期動態行為。本文采用變協整分析方法檢驗我國經濟發展和環境質量的長期非線性均衡關系，由此判斷兩者間的均衡關系是否發生顯著的結構突變。進而在考慮結構變化的基礎上，采用閾值誤差修正模型討論兩者間的短期非線性調整問題。

二、數據來源與描述

在經濟發展與環境質量關系的實證研究中，人均實際GDP通常被作為衡量經濟發展水平的指標。環境質量的測度指標則相對廣泛，主要包括碳排放量、硫排放量、氮排放量、空氣污染指數、工業污染物排放量，等等。本文采用多數研究中使用的碳排放量指標作為衡量環境質量或環境污染程度的指標。

獲取碳排放量的歷史數據主要有兩種途徑：一是采用主要化石能源的消費量數據，按照碳排放系數折算出碳排放量數據;二是直接采用世界銀行、世界二氧化碳信息分析中心等機構提供的碳排放量估算數據。由于統計口徑的差異，兩種途徑得到的碳排放量數據存在一定的差異，但變化趨勢高度吻合。考慮到數據的可獲得性，本文采用世界二氧化碳信息分析中心公布的碳排放數據用于后文的分析，時間跨度為1953～2015年。

由圖1（下頁）可知，我國人均GDP與人均碳排放從20世紀50年代初開始呈現同步的指數上升趨勢。相比之下，人均GDP的上升曲線更加光滑，而人均碳排放的上升曲線在局部短期有明顯波動。進入21世紀后，我國人均碳排放量的上升速度較人均GDP更快，從2012年起，人均碳排放的增長速度明顯放緩。

從單位GDP的碳排放量（后文稱“單位碳排放”）來看，從新中國成立初期到20世紀70年代末，我國單位碳排放基本表現為上升趨勢，而從80年代初以后則表現為明顯的下降趨勢，基本符合環境庫茲涅茨曲線描述的倒“U”型特征。

三、檢驗結果及其分析原序列的對數值。表1分別報告了對原序列和對數序列進行的ADF檢驗和含結構突變的ZA檢驗[23]的結果。

根據表1中ZA檢驗的結果可知.在樣本期以內，我國人均GDP和人均碳排放序列都沒有識別出顯著的結構斷點。結合ADF檢驗結果可知，兩個原序列差分以后仍然不平穩，而對數序列則為一階平穩過程。因此，后文的分析使用對數化的序列。

接著對我國人均GDP和人均碳排放序列進行協整分析，表2報告了協整檢驗的結果。EG檢驗的結果顯示，人均GDP與人均碳排放之間不存在顯著的線性協整關系。這與相關研究的檢驗結果相一致，說明了隨著時間的推移，經濟增長與碳排放之間并不存在長期穩定的線性均衡關系。為了驗證兩者之間是否存在非線性均衡關系，本文采用Gregory與Hansen提出的四種含結構突變的變協整檢驗方法進一步分析[24-25]，結果如表2所示。

根據GH檢驗的結果可知，在“截距與趨勢變化”和“截距與協整變化”兩種模型中，GH檢驗識別出了顯著的結構變化，突變點分別為1980年和1979年。這一結論與圖1中描繪的“人均碳排放/人均GDP”曲線相一致，顯示了20世紀70年代末出現的極點。為了明確驗證這種倒“U”型關系，表3進一步報告了這兩種模型的估計結果。

根據表3的估計結果可知，在“截距與趨勢變化”的模型中，趨勢項與變趨勢項的符號相反;在“截距與協整變化”的模型中，協整項與變協整項的符號也相反。兩個模型的估計結果都反映我國經濟增長與碳排放之間的均衡關系在1980年左右出現了轉折：1980年前表現為單位碳排放量的上升，而1980年后表現為單位碳排放量的下降，由此可以驗證環境庫茲涅茨曲線的存在。

（二）經濟增長與碳排放的短期調整

根據前文的分析，由于1953～2015年我國人均GDP和人均碳排放序列的協整關系有顯著的結構斷點，因而不能對這一時期的全樣本數據使用誤差修正模型。根據GH檢驗的結果，本文以1979年作為結構斷點，將原序列劃分為1953～1979年和1980～2015年兩個子樣本，分別進行分析。

考慮到GDP與碳排放之間可能存在的非線性短期調整，本文首先對兩個序列進行閾值協整檢驗。檢驗采用Hansen&Seo[26]提出的基于sub-LM統計量的方法：原假設為序列之間不存在閾值協整關系，備擇假設為序列之間存在單閾值協整關系。檢驗結果見表4（下頁）。

由表4可知，基于1953～2015年的全樣本進行檢驗，不能拒絕原假設，而基于兩個子樣本區間進行檢驗，則可以認為我國人均GDP和人均碳排放之間在5%的統計水平上存在至少一個閾值的非線性協整關系。進而，基于雙維格點搜索法分別對兩個子區間樣本估計雙閾值向量誤差修正模型，結果如表5（下頁）和表6（下頁）所示。

在1953～1979年的樣本中，單位碳排放平均為3.29千克/元。根據表5的估計結果，人均GDP與人均碳排放處于均衡狀態的中間區制樣本量占40.8%，單位碳排放平均為3.34千克/元。人均碳排放低于均衡狀態下閾值的下區制樣本量占25.9%，單位碳排放平均為2.08千克/元。人均碳排放高于均衡狀態上閾值的上區制樣本量占33.3%，單位碳排放平均為4.17千克/元。但是，不同區制內部的樣本年份并沒有明顯的集中分布，不同區制也并不是按照GDP水平進行劃分：下、中、上區制樣本中的人均GDP均值分別為187.04元、280.13元和250.13元。這說明，20世紀80年代之前，我國碳排放與經濟增長的短期非線性調整并不宜采用經濟發展水平直接作為不同區制的分組指標。

從誤差修正項來看，人均碳排放和人均GDP在不同區制內對于偏離長期均衡的短期調整效果存在顯著的差異。在中區制內，調整系數并不顯著，說明在均衡狀態下，經濟增長與碳排放都不會受到偏離長期均衡的誤差的影響，即當碳排放偏離長期均衡的幅度較小時，不存在短期變化向長期均衡收斂的調整過程。在下區制內也不能拒絕調整系數為零的原假設，說明當碳排放過低地偏離均衡狀態時，對前期的均衡誤差仍然沒有反應。在上區制內，碳排放的調整系數在1%的統計水平上顯著為負值，說明當碳排放超過均衡狀態的上閾值時，短期調整存在顯著的反向修正機制。但是，在上區制內，經濟增長的調整系數也顯著為負值，且調整系數的絕對值大于1，說明經濟增長也會隨著碳排放的異常上升而快速下降。這意味著該時期的經濟增長與碳排放并不是收斂于長期路徑的穩定發展模式。造成這一異常結果的原因很可能是20世紀60年代初我國碳排放的異常增高和經濟增長速度下降，這一點由模型識別出各區制內的樣本年份分布并不集中也可以得到驗證。

在1980～2015年的樣本中，單位碳排放平均為1.83千克/元。由表6可知，人均GDP與人均碳排放處于均衡狀態的中間區制樣本量占36.1%，單位碳排放平均為1.95千克/元。碳排放低于均衡狀態下閾值的下區制樣本量占44.4%.單位碳排放平均為1.16千克/元。碳排放高于均衡狀態上閾值的上區制樣本量占19.4%，單位碳排放平均為3.07千克/元。與表5相比，不同區制內的樣本年份分布明顯更加集中：經濟發展水平相對較低的時期（1980～1986年）為碳排放超過均衡狀態上閾值的區間，而經濟發展水平相對較高的時期（2000～2015年）為碳排放低于均衡狀態下閾值的區間。這說明，改革開放以來，經濟發展水平可以作為我國碳排放與經濟增長短期非線性調整不同區制的分組指標。

從誤差修正項來看，人均碳排放與人均GDP在中區制內的調整系數不能拒絕零假設，說明在上下閾值以內，由于調整成本的存在，人均碳排放與人均GDP都不會對偏離長期均衡的小幅偏差進行調整。而上下閾值以外的上區制內和下區制內，人均碳排放的調整系數都顯著為負值，人均GDP的調整系數顯著為正值。這一估計結果可以說明：第一，經濟發展與環境質量是一個內生性系統，兩者的短期動態行為都會受到偏離長期均衡誤差的影響;第二，無論碳排放過低還是過高，短期的經濟增長與碳排放都會產生顯著的回調機制。對比上下區制的調整系數，可知碳排放與經濟增長的短期調整存在非對稱性：在下區制內，碳排放的調整速度更快，而在上區制內，經濟增長的調整速度更快。這說明在經濟發展水平較低的階段，干預性政策的目標主要通過調控經濟發展來實現，也就是說，要以經濟發展為核心，提高能源的利用效率;而在經濟發展水平較高的階段，政策目標則主要通過直接調控環境質量來實現，也就是說，要更加重視環境質量，對能源利用和碳排放進行直接的管控。

四、結論與啟示

本文分別采用變協整檢驗方法和雙閾值誤差修正模型分析了我國1953～2015年經濟增長與碳排放之間的長期非線性均衡關系和短期非對稱調整效果，可得到如下主要結論：

第一，從長期來看，我國經濟增長與碳排放的協整關系在1980年左右發生了顯著的結構變化。結構變化的類型符合環境庫茲涅茨曲線的倒“U”型特征。以突變時點作為臨界點，從新中國成立初期到改革開放初期、從改革開放初期至2015年，我國經濟增長與碳排放之間也可以視為分階段的線性協整過程。

第二，我國經濟增長與碳排放的短期動態行為會受到兩者偏離長期均衡關系的誤差的影響。但這一影響作用存在閾值效應，只有當偏離程度在上下閾值以外時，才會存在顯著的短期調整，而當偏離程度在上下閾值以內時則不會發生短期調整。

第三，從新中國成立到改革開放初期，我國經濟增長與碳排放的均衡關系并不穩定：碳排放的短期波動較為明顯，且經濟增長在上閾值以外的短期調整不收斂于長期均衡狀態。而且，在這一時期，經濟發展水平不能作為閾值效應下不同區制的分組指標。

第四，從改革開放初期至2015年，我國經濟增長與碳排放之間的閾值效應與經濟發展水平相關。經濟發展水平較低的階段，人均碳排放相對較高;而在經濟發展水平較高的階段，人均碳排放相對較低。而且，這一時期兩者的短期調整具有顯著的非對稱特征：在經濟發展水平較高的階段，經濟增長的回調速度較碳排放更快;而在經濟發展水平較低的階段，碳排放的回調速度較經濟增長更快。

本文的分析結論首先意味著后續的研究在討論環境質量與經濟增長之間的關系時，要重視對結構斷點的識別，在不同經濟發展階段下，兩者之間的影響機制可能存在結構性差異，從而使全樣本域的估計結果可能出現偏差。就現實意義來看，我國經濟增長與碳排放之間的關系符合環境庫茲涅茨曲線所描繪的一般形態。改革開放以來，我國人均GDP和人均碳排放已經步人負相關均衡的通道，但是，隨著經濟不斷增長和國際環境帶來的壓力，維系這種負相關均衡的主要手段逐漸由調節經濟增長方式過渡到直接調節碳排放。可以預見，通過更嚴格的環境約束機制直接干預碳排放將會對我國經濟增長帶來更大的壓力，因此，宏觀層面上有必要通過主動地加快技術創新和結構優化來應對更嚴格的環境規制。

參考文獻

[1]GROSSMAN G M， KRUEGER A B.Environ-mental impacts of a North American FreeTrade Agreement[C]. NBER Working Paper No.w3914， 1991.

[2]PANAYOYOU T.Demystifying the environ-

mental Kuznets curve： turning a black boxinto a policy tool[J]. Environment and Devel-opment Economics， 1997， 2（4）： 465-484.

[3]DINDA S.Environmental Kuznets curve hy-pothesis：a survey[J]. Ecological Economics，2004，49（4）：431-455.

[4]BALKE N S，FOMBY T B.Threshold cointe-gration[J].IntemationalEconomic Review， 1997，38（3）：627-645.

[5]MCCONNELL K E.Income and the demandfor environmental quality[J]. Environment andDevelopment Economics， 1997，2（4）：383-399.

[6]鐘茂初，張學剛.環境庫茲涅茨曲線理論及研究的批評綜論[J].中國人口·資源與環境，2010（2）：62-67.

[7]SURIV， CHAPMAN D. Economic growth，trade and energy： implications for the envi-ronmental Kuznets curve[J]. Ecological Eco-nomics， 1998，25（2）：195-208.

[8]BROCK W A， TAYLOR M S.Economicgrowth and the environment：a review of the-ory and empirics[C]. NBER Working Paper No.w10854， 2004.

[9]STOKEY N L Are there limits to growth？ [J].International Economic Review， 1998， 39（1）：1- 31.

[10]ARIGA J M. Intemalizing environmentalquality in a simple endogenous growth mod-el[D]. University of Maryland， 2002： 14-16.

[11]SORETZ S.Stochastic pollution in an en-dogenous growth model[J]. Manchester School，

2003， 71（4）： 448-469.

[12lASLANIDIS N， IRANZO S. Environmentand development： is there a Kuznets curvefor C02 emissions？[J]. Applied Economics，2009， 41（6）： 803-810.

[13]SHAFIK N.Economic development and en-vironmental quality： An Econometric Analy-sis[J]. Oxford Economic Papers， 1994，46：757-773.

[14]張成，朱乾龍，同申.環境污染和經濟增長的關系[J].統計研究，2011（1）：59-67.

[15]王凱，邵海琴，周婷婷，等.基于EKC框架的旅游發展對區域碳排放的影響分析——基于1995～2015年中國省際面板數據[J].地理研究，2018（4）：742-750.

[16]陳華文，劉康兵.經濟增長與環境質量：關于環境庫茲涅茨曲線的經驗分析[J].復旦學報（社會科學版），2004（2）：87-94.

[17]包群，彭水軍.經濟增長與環境污染：基于面板數據的聯立方程估計[J]世界經濟，2006（11）：48-58.

[18]楊子暉.“經濟增長”與“二氧化碳排放”關系的非線性研究：基于發展中國家的非線性Granger因果檢驗[J].世界經濟，2010 （10）：139-160.

[19]吳雪萍，高明，曾嵐婷.基于半參數空間模型的空氣污染與經濟增長關系再檢驗[J].統計研究，2018（8）：82-93.

[20]張炎濤.中國經濟增長與碳排放之間的長期均衡關系及其短期非線性調整[J].技術經濟，2012（4）：75-81.

[21]ESTEVE V， TAMARIT C.Threshold cointe-gration and nonlinear adjustment betweenC02 and income： the Environmental Kuznetscurve in Spain， 1857-2007[J]. Energy Eco-nomics， 2012，6（34）：2148-2156.

[22]韓玉軍，陸旸.門檻效應、經濟增長與環境質量[J].統計研究，2008（9）：24-31.

[23]ZIVOT E， ANDREWS D W K. Further evi-dence on the great crash， the oil-priceshock， and the unit -root hypothesis [J].Joumal of Business & Economic Statistics，1992，10（3）：251-270.

[24]GREGORY A W， HANSEN B E. Residu-al-based tests for cointegration in modelswith regime shifts [J]. Journal of Economet-rics， 1996，70（1）： 99-126.

[25]GREGORY A W， HANSEN B E. Tests forcointegration in models with regime andtrend shifts[J]. Oxford Bulletin of Economicsand Statistics， 1996， 58（3）： 555-560.

[26]HANSEN B E， SEO B. Testing for two -regime threshold cointegration in vector er-ror correction models [J]. Journal of' Econo-metrics， 2002，110（2）：293-318.